国内经济增长精选(九篇)

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第1篇：国内经济增长范文

【关键词】就业增长，经济增长，资本积累

一、我国经济增长与就业增长相关性的现状分析

我国是一个拥有13亿多人口的大国，由于人口基数大，每年新增加的劳动力就有1000万左右，加上每年转移的剩余农村劳动力、企业破产产生的失业人员以及由于建立现代企业制度而排出的大量富余人员，我国每年城镇新增劳动力供给约为2000万个。改革开放以来，我国一直保持了较高的经济增长速度，依靠经济扩张拉动就业增长。20世纪80年代，我国GDP平均增长率为9.75%，平均就业增长率为3.03%；进入二十一世纪，我国经济增速基本保持稳定，为9.26%（2000—2008年），但是就业增长率却下降为0.89%，比80年代减少了2.14个百分点。虽然我国保持了较高的经济增速，但每年创造的就业也只有900万个左右。上世纪八十年代，GDP每增加一个百分点，我国就业岗位就能增加200万个，而到了本世纪，仅能增加60万个岗位左右。经济增长对就业增长的促进已经越来越乏力了。

二、我国经济增长与就业增长的非一致性原因

马克思在《资本论》中曾指出，在资本积累中，如果资本有机构成不变，可变资本就会随着总资本的增长而增加，对劳动力的需求也会相应扩大。上世纪80年代，由于改革开放，我国经济处于快速的量的扩张阶段，资本总量的迅速扩大导致可变资本的绝对量的增加，从而吸收了大量劳动力。

整个80年代我国将轻工业确定为主导产业，由于轻工业属于劳动密集型产业，资本有机构成低，所以随着资本量的扩大就业人数也大大增加。而90年代后，由于世界技术革命对我国的渗透和扩张，以及我国国内技术改造和进步的作用，我国经济逐步从量的快速扩张向质量提高与规模积极方向发展，我国第二产业从以劳动密集型产业为主向以资本密集型产业为主过渡，主导产业为基础产业和基础设施，这使我国资本的有机构成大大提高，从而大大减少了对劳动力的需求，导致我国就业增长率的下降。

三、马克思的资本积累理论对促进我国就业增长的启示

社会主义的生产是不断发展的，转变经济发展方式，提高生产效率是社会主义生产发展的内在要求，而这无疑是失业产生的基础，但是，我们不能只看到技术进步对就业产生挤出效应的片面观，正如马克思所分析的，“积累的增进虽然使资本可变部分的相对量减少，但是决不因此排斥它的绝对量的增加。”从单个生产部门看，只要该部门资本总量的增长快于资本构成的提高，就业人数也是会绝对增加的。此外，在资本积累中，劳动生产率的提高往往是由于新机器的使用，“虽然机器在应用它的劳动部门必然排挤工人，但是它能引起其他劳动部门就业的增加。”因为，大工业下机器的使用会创造新的物质文化需求和新的产业部门，还会创造配套的产业服务，使产品生产呈现多元化，扩大社会的就业需求，从而对就业产生创造效应。对此，我们可以从以下几个方面促进我国就业增长。

（一）保持经济的持续增长。要保证我国就业的稳定增长，首先必须保持我国经济的持续增长。因为，只有资本总量扩大了，可变资本才会增加，进而才有劳动力需求增加的可能性。因此，保持经济的稳定增长，从而保证资本总量的绝对增加，是就业增长的前提。

（二）大力发展第三产业。根据马克思的理论，资本积累中生产效率的提高会使被用于非生产劳动和仆役阶级的人数增加。而随着人们生活水平的提高，人们也会从简单的物质需求向更高层次的物质文化需要和精神需要发展。所以，劳动力从农业、制造业向服务业转移，是经济发展的必然趋势。而第三产业主要是资本有机构成低的劳动密集型产业，把它作为我国今后主要的就业增长点对扩大我国就业容量具有重要意义。

（三）大力发展知识信息产业等新兴产业，加大人力资本投入。按照马克思的观点，资本积累中，技术进步会促进社会分工的发展和新产业的诞生，从而创造出巨大的就业需求。进入21世纪，知识经济产业蓬勃兴起，正在替代工业经济主导着经济发展。根据我国劳动力市场的信息显示，在总体劳动力供给大于需求的情形下，各技术等级岗位的求人倍率均大于1，其中较大的是高级技师、高级工程师等。因此，大力发展知识密集型产业，同时加大对人力资本教育和培训的投资，提高劳动者素质，减少结构性失业，对促进我国就业增长和和经济增长方式的转变都具有积极意义。

参考文献：

[1]马克思.资本论·第一卷[M].人民出版社.2004.

[2]秦兴方.《资本论》中技术进步与就业关系的理论阐释[J].当代经济研究.2008，8.

[3]于林.我国经济增长与就业增长的非对称性分析与建议[J].山西财经大学学报.2010，2.

[4]崔友平.利用技术进步增加就业[J].当代经济研究.2001，10.

第2篇：国内经济增长范文

[关键词]经济增长；能源消费；误差修正模型；格兰特因果检验

[DOI]1013939/jcnkizgsc2015370156

1引言

内蒙古经济曾经连续多年保持全国增速第一，2002―2013年内蒙古经济产值平均年增长率为1652%。伴随着经济的高速增长，内蒙古的能源消费也在持续增加，从2002年的519012万吨标准煤增加到2013年的2265749万吨标准煤，增幅达326倍。然而，内蒙古经济发展面临着经济产值主要依靠煤炭产业增长拉动的困境，在国家大力提倡节能减排、优化产业结构和转变经济发展方式的大背景下，如何降低经济增长中的能源消耗是亟待解决的问题。

内蒙古“十二五”规划明确提出要将单位地区生产总值能源消耗降低15%的目标，因此，本文基于内蒙古从向多元发展、多极支撑的目标进行产业转型与升级的发展实际，探讨经济增长与能源消费之间的关系，为贯彻落实“8337”发展思路，转变经济发展方式，制定科学的能源政策提供理论与现实参考。

2文献综述

关于经济增长和能源消费之间的关系，国外学者一般从时间序列和面板数据两个视角进行分析，在时间序列方面，Cole（1997）认为OECD国家在1970―1992年的人均交通能源消费会随经济增长而增加[1]。Oh和Lee（2004）研究得出韩国1970―1990年能源消费与经济增长之间存在双向因果关系[2]。在面板数据方面，Lee（2005）采用18个发展中国家的面板数据分析出无论在长期还是在短期都存在生产总值到能源消费的单向因果关系[3]。Lee和Chang（2008）采用16个亚洲国家的面板数据分析出短期内能源消费与生产总值间不存在因果关系，长期内只存在能源消费到生产总值的单向因果关系[4]。Apergis和Payne（2010）在面板协整框架下考察15个新兴国家1980―2006年煤炭消费与经济增长的关系并指出短期和长期煤消费与经济增长都存在双向因果关系[5]。

在国内研究方面，能源消费与经济增长之间的关系是国内学者研究的热点之一，但分析路径与以往国外学者的研究有所不同，有代表性的学者包括王思斯和崔庆军等（2011），杨子晖（2011），史亚东（2011），赵湘莲、李岩岩和陆敏（2012），陈红梅、宁云才（2012），以及徐盈之、王进（2013）等[6-11]。

通过梳理国内外关于经济增长与能源消费关系的研究成果发现，现阶段国内外研究结果并未取得一致性的结论，目前达成共识的观点主要有三点：一是经济增长与能源消费是否具有因果关系存在不确定性；二是经济增长与能源消费二者之间如果存在因果关系，可能是双向因果也可能是单向因果；三是由于选取样本和选择时期的差别，不同经济体或者不同时期的同一经济体，经济增长与能源消费二者之间存在不同的关系，并存在很强的规律性。

鉴于此，本文利用1985―2013年内蒙古经济增长与能源消费的统计数据，基于误差修正模型的研究方法分析内蒙古经济增长与能源消费之间的关系，从而得出相关结论和启示，旨在为相关部门制定经济发展和产业调整方面的相关决策提供具有一定价值的参考与借鉴。

3实证分析

31数据说明和方法介绍

本文研究使用的统计数据来源于《内蒙古统计年鉴2014》。选取内蒙古地区生产总值（Y）作为被解释变量（单位：亿元），能源消费总量（C）作为解释变量（单位：万吨标准煤）。考虑到价格因素对生产总值的影响，本文以1985年为基期（1985=100），将1986―2013年各年的生产总值换算到1985年水平。另外，为使生产总值与能源消费总量时间序列更加平稳，对变量Y和C分别进行了取对数处理，记为lnY和lnC。

由于现实中的大部分经济时间序列均是非平稳的，如果直接建模会产生“伪回归”现象，因此对时间序列进行平稳性检验和协整检验。在检验的基础上，采用误差修正模型分析时间序列的均衡关系，采用格兰特检验方法分析时间序列的因果关系。

32时间序列平稳性检验

通过采用ADF检验的方法来判断时间序列是否为平稳序列，得出如图1和表1所示的检验结果。如图1所示，（a）图为生产总值和能源消费总量的原始序列的平稳性，可知并未表现出平稳性；（b）图为生产总值和能源消费总量的一阶差分序列的平稳性，可知其具有平稳性；采用ADF方法进行平稳性检验，也可以验证图1的结论，结果如表1所示。因此，生产总值和能源消费均是一阶单整序列，可以对其进行协整检验与格兰特因果关系检验。

通过误差修正模型中的差分项可知，生产总值的短期波动受能源消费波动的影响，而且受偏离长期均衡的影响。通过误差修正模型可知，内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。另外，误差修正系数（-04405）显著，说明当能源消费短期偏离均衡状态时，误差修正项将使其向长期均衡状态收敛，即存在误差修正机制。

35格兰特因果关系检验

协整检验只能说明时间序列之间具有长期均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进行格兰特因果关系检验。内蒙古经济增长与能源消费的因果关系检验结果如表2所示。检验结果显示，内蒙古经济增长与生产总值之间均存在双向因果关系，也就是说能源消费的增加会引起生产总值的增加；反之，生产总值的增加同样会带来能源消费的增加。

4结论与政策启示

41结论

通过以上分析，本文可得出以下结论：①通过分析二者之间的长期均衡与短期动态关系，结果显示：在短期内经济增长与能源消费之间存在波动关系，但是在长期内二者之间存在稳定的均衡关系。内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。②格兰特因果关系检验结果显示，内蒙古经济增长与能源消费之间存在双向的因果关系，这与Oh、Lee（2004），韩智勇（2004）等学者的研究结论相一致，说明内蒙古经济增长存在较强的“能源依赖”特征。

42启示

基于以上结论，本文得出三点启示：①面对建设“两型社会”的发展要求，结合内蒙古对经济增长和能源中长期需求的预测，制定科学合理的能源发展规划与能源政策；②根据内蒙古“8337”发展思路，调整产业结构，把清洁能源作为产业结构优化升级的重要着力点，促进能源可持续发展；③针对“资源高消耗、污染高排放”的发展现状，应该加快发展高效、清洁的能源转换技术，提高能源技术创新和进步水平，进而着力提高能源的利用效率。

参考文献：

[1]Cole， M. A.， A. J. Rayner， and J. M. Bates. The Environmental Kuznets Curve： an Empirical Analysis [J]. Environment and Development Economics， 1997， 2（4）： 433-450.

[2]Oh W.， and K. Lee. Causal Relationship between Energy Consumption and GDP Revisited： the case of Korea 1970―1999 [J].Energy Economics， 2004， 26 （1）： 51-59.

[3]Lee， C. C. Energy Consumption and GDP in Developing Countries： A Co integrated Panel Analysis [J]. Energy Economics， 2005， 27（3）： 415-426.

[4]Chen-Chang Lee， and Chun-Ping Chang. Energy Consumption and Economic Growth in Asian Economies： A More Comprehensive Analysis Using Panel Data [J]. Resource and Energy Economics， 2008， 30（1）： 50-65.

[5]Apergis， N.， and J. E.， Payne. The Causal Dynamics between Coal Consumption and Growth： Evidence from Emerging Market Economies [J]. Applied Energy， 2010， 87（6）： 1972-1977.

[6]王思斯，崔庆军，蒋月星，等. 基于ARDL模型的我国三次产业能源消费与经济增长关系研究[J]. 软科学，2011（5）：74-76，90.

[7]杨子晖. 经济增长、能源消费与二氧化碳排放的动态关系研究[J]. 世界经济，2011（6）：100-125.

[8]史亚东. 能源消费对经济增长溢出效应的差异分析――以人均消费作为减排门限的实证检验[J]. 经济评论，2011（6）：121-129.

[9]赵湘莲，李岩岩，陆敏我国能源消费与经济增长的空间计量分析[J]. 软科学，2012（3）：33-38.

第3篇：国内经济增长范文

关键词：金融发展；经济增长；金融市场

一、国外理论研究综述

早期的西方经济学派一致认为，货币量对经济发展无实质性的影响，但与货币相关的金融活动诸如证券业的建立和银行业的发展等，都可以促进经济的快速发展。亚当？斯密在《国富论》指出，慎重的银行活动，可增进一国产出，但增进产出的方法，这一理论对后世影响深远。

Schumpeter将金融的发展置于经济发展的中心地位，他在《经济发展原理》中写到，金融业的发展是现代经济发展的核心之一，金融机构的作用是提高资金的使用效率，向生产水平较高的企业家融通资金，并促进生产技术的创新，其主要论点成为了经济学家McKinnon的金融发展理论来源。在20世纪60年代，Gurley发展了Schumpeter的理论，他指出金融发展可以促进经济的快速增长。他主要分析金融中介系统对经济发展的作用，即金融结构对经济增长的影响，并主张实行金融自由化。由此而引发了后来大批的学者关于金融系统的比较研究：金融结构理论和金融抑制理论假说。上述理论的提出在经济学界引起极大的反响。他们主要观点是把欠发达国家的经济水平归咎于金融抑制，主张在国家或地区实行金融自由化政策，他们创建了一个计量模型，并由此得出金融自由化可快速促进经济的增长，同时也得出了金融抑制对经济的损害。

20世纪90年代，经济学家在内生增长理论的基础上，将内生增长和金融中介（或金融市场） 直接加入模型中，将信息不对称和市场缺陷置于理论模型之中， 使模型与实际情况贴近，从各个方面说明了金融发展与经济增长的关系，Andrew Weiss从市场的信息不对称出发，提出信贷配给观点。道德风险和逆向选择造成了信贷资金分配效率的下降。他认为证券市场的发展可以在弥补货币市场的某些不足，并和货币市场一同成为公司主要的融资方式，进而促进经济的发展。Thorsten Beck利用虚变量将市场环境、会计方法等外生变量纳入模型，发现经济增长与外生变量之间存在显著的正相关。在决策建议上，文中认为有效的市场管理体系可以确保债权人对债务人的权利要求。

自90年代以来，计量经济学的兴起与发展为理论研究提供了大量的方法，西方经济学家还对两者的关系做了大量的实证研究，Levine系统地对经济增长与金融发展的关系进行了研究分析，他使用了4个指标来衡量金融结构的发展程度，并运用了全球57个国家26年的相关数据来表示金融机构的发展规模和效率。实证结果得出金融发展效率可以促进经济的增长，同时经济的发展可以反过来促进金融规模的发展，二者互为格兰杰因果检验。Rousseau利用VAR模型考察了金融发展与GDP的关系，回归结果显著即金融发展是实际GDP的原因。

20世纪90年代经济学家在内生增长理论模型中引入了信息不对称、决策不确定、不完全竞争和外部性之类的影响因子，使假设的模型更加贴近与现实经济行为，由此提出的政策理论更加符合各个国家的真实状况。

二、国内学者的实证分析

中国在进入21世纪以来，随着金融业的迅速发展，国内的学者运用经济学理论和计量方法对我国金融发展与经济增长的关系进行研究。由于方法和数据、指标选取的不同，实证分析得出的结果也不尽相同。李卫国（2003）运用格兰杰因果检验和协整分析的计量方法分析了我国金融规模、市场利率和经济增长之间的关系，实证得出金融业的发展与经济增长之间存在正相关，其相关系数为0.4708。结果说明了金融业的发展存进了我国经济增长。曹云川等（2009）利用中国31个省份的近28年来的面板数据分析了中国经济增长与金融发展的效率与规模之间的关系。研究结果发现，中国经济增长与金融发展二者之间关系显著，具有时空特征，金融发展可以通过金融规模的扩大促进我国经济的增长，但是并不能促进我国金融效率的提高。

三、结论

本文系统综述了国内外现有金融发展与经济增长的研究历程和成果，基本上反映出了国内外研究的概况，较充分地介绍了该领域的代表人物和观点。纵观现有文献，我们可以看出：

1.国外学者对金融发展和经济增长的理论和实证研究比较成熟，而国内的文献主要采用经济学中计量方法对国内的金融和经济关系开展实证分析，得出了我国金融促进经济发展的具体指标。至于经济增长如何对金融发展产生影响的理论研究较少。

2.实证分析论证不足，尽管有详实的数据、先进的统计工具，不同的实证方法所得出的结论不尽相同。现有实证研究在相关指标设定、数据的选取、变量设置和计算方法等方法方面，还是在实证结果的理论解释等方面都存在很大争议，各种分析结果差异较大。

3.目前，后金融危机时代下的世界经济在缓慢复苏，这本身印证了经济增长与金融发展间的关系呈现错综复杂的局面。尽管现有的很多经济学理论在对两者关系进行研究分析，但仍然显得单薄，无法在学术界达成共识。

参看文献：

第4篇：国内经济增长范文

关键词：能源消费 经济增长 Granger因果关系 煤炭消费

问题的提出

进入21世纪以来，能源、环境和经济的可持续协调发展战略成为人类社会发展的首要目标，而中国作为世界上经济增长最快的国家之一，同时也是全球能源消费大国。统计数据显示，我国2010年能源消费总量居世界第二，温室气体排放量居世界第一，综合能源效率比国际先进水平低10%，单位产值能耗是世界平均水平的2倍多。这说明我国能源消费现状中存在能源效率偏低的问题。研究能源消费与经济增长的内在关系，为政府的各项经济政策和能源政策提供理论和实证依据，具有现实意义。

能源在一个经济体中扮演了重要的角色。从需求方面看，能源是消费者用来扩大其效用的社会终端产品之一；从供给方面看，能源跟资本、劳动力和原材料构成终端产品的关键生产要素。能源作为决定经济增长和生活水平上升的决定性变量，在一个国家的经济发展和社会发展中起着关键作用，这意味着能源消费与国民收入或者GDP之间必然具有一种相互影响的关系。

能源消费与经济增长的内在关系研究很早就是国内外学者们研究并重视的问题，但一直不能形成共识。不同的文献利用的模型不同，国别和地区不同，样本数据不同，参数估计和假设检验的方法不同，时间间隔不同，研究结论会产生显著性的差异。J·Kraft（1978）等人分析美国1947-1974年GDP到能源消费的单向因果关系，成为能源消费与经济增长关系研究的先驱。Nachane等人（1988）使用E-G两步法考察了11个发展中国家和5个发达国家二者之间的协整关系，打开了对发展中国家的能源消费与经济增长关系的研究之门。近十年来，国内外大批学者热衷于运用协整和Granger检验研究能源消费与经济增长之间的协整关系和因果关系，部分学者从面板数据和空间计量的角度分析二者之间的内在关系。此外，随着计量方法的进步，也有学者从非线性和动态角度分析二者之间的相互影响。赵进文从非线性角度运用LSTR2模型，张琳等人（2009）建立向量自回归模型和脉冲响应函数探究和测算中国能源消费与经济增长的动态关系。

本文运用格兰杰因果关系理论，以我国1978-2010年的能源消费总量和经济增长的相关数据作为研究样本，检验我国能源消费与经济增长的内在因果关系。基于对能源消费总量内部结构和GDP内部构成结构的现实考虑，在检验能源消费总量和实际GDP之间的因果关系基础上，进一步检验煤炭消费总量与实际GDP，工业增加值与能源消费总量，煤炭消费总量与工业增加值之间的Granger因果关系。这种基于各自内部构成结构讨论能源消费总量与GDP之间因果关系的研究思路算是本文的创新之处。

指标选取

（一）经济增长水平指标

本文选取1978-2010年的年度GDP数据，并根据以1978=100的GDP指数调整为实际GDP（RGDP）。此外，从能源消费的部门构成来看，我国的能源消费以工业部门为主，基本上在70%上下浮动，其他部门所占比例很少。因此，为了进一步考察能源消费与工业生产值的因果关系，根据1978-2010年的GDP各部门构成百分比数据折算出第二产业的实际产值（RSEC02）代表工业生产值。以上数据均来自中国资讯行-高校财经数据库。

（二）能源消费水平指标

本文选取1978-2010年的按照发电煤耗计算法计算的年度能源消费总量数据（EC）。从总体上看，煤在我国能源消费构成中的比重一直保有绝对优势。因此，在考察能源消费总量与经济增加值的因果关系基础上，本文根据统计数据中1978-2010年的能源消费总量种类构成百分比数据，折算出1978-2010年的煤炭消费总量（COAL），考察煤炭消费总量与经济增加值之间的内在关系。具体指标变量如表1所示。

实证分析

本文采用扩展的Dickey-Fuller(ADF)检验，运用Eviews5.0检验EC、COAL、RGDP、RSEC02序列的平稳性，检验结果见表2。根据EC、COAL、DEC、DCOAL的线型时序图和RGDP、RSEC02、DRGDP、DRSEC02的线型时间序图可以看出，应该采用带有常数项、时间趋势、最优滞后阶数采用AIC和SC准则自动选择的ADF检验法检验EC、COAL、RGDP、RSEC02的序列平稳性。

第5篇：国内经济增长范文

关键词： 研究综述;房地产开发投资与经济增长的关系;研究与展望

1 主要学者的研究成果

关于房地产开发投资和经济增长关系的问题，前人的研究大都只停留在定性分析的阶段，缺乏定量研究，且由于各学者所选取的指标和样本空间不同。

1.1 认为两者之间为双向因果关系的研究

龚宁（2007）通过对房地产投资完成额和gdp两个变量进行协整关系检验，得出两者之间存在长期稳定的均衡关系，且通过实证分析得出两者之间为双向作用。此研究结论具有一定的理论意义，但在证明两者因果关系方面缺少理论支撑。商碧元、田涛（2008）运用计量及经济学方法模型和应用统计分析软件对深圳市房地产开发投资和gdp的关系进行了定量分析，证实两者之间存在双向因果关系，且两者之间的影响存在一年的时滞。此研究比吴淑莲和龚宁的研究更进了一步，具有更实际的参考价值，但由于其所选取的样本空间只是深圳市，因此，其结论的应用具有局限性。

1.2 认为两者之间为单向因果关系的研究

现有的文献表明，国内大多数学者认为两者之间为某种单向显著的因果关系，但对于何为因，何为果意见不一。

（1）认为房地产开发投资对经济增长影响显著的研究。

费晨（2008）利用城市gdp和房地产开发投资额两个指标，搜集了武汉市1995-2006年间的数据，对武汉市经济增长和房地产开发投资之间的关系进行了分析，通过变量的平稳性检验、单整性检验、协整性分析和误差修正模型以及granger因果关系检验，得出武汉市地区生产总值与房地产开发投资间存在长期稳定的均衡关系，房地产开发投资与gdp的增长之间为显著的单向因果关系，房地产开发投资的增长带动了gdp的增长，而根据gdp的波动不能有效的预测房地产开发投资的变动。邹朝福（2009）以昆明市为例，对城市房地产开发投资进了详细的分析，得出房地产开发投资对区域经济发展的影响比较显著，政府应该制定一些政策措施来控制房地产开发投资的规模，使之与区域经济发展和市场需求相协调。候正望（2010）研究了浙江省房地产业发展与经济增长的关系，利用协整回归方程和误差修正模型方法对其进行了分析，证实了两者之间存在长期稳定的相关关系，且为正相关，并得出房地产业发展与经济增长之间为单向因果关系，即房地产发展对经济增长的影响比较显著。文献的研究具有一定的实际意义，但因其选取的数据范围分别为武汉市、昆明市和浙江省，因此其结论的应用范围同样具有局限性。

（2）认为经济增长对房地产开发投资影响显著的研究。

刘洪玉、张红（2006）通过granger因果关系检验、脉冲响应分析和预测均方差分析表明，gdp对房地产开发投资的影响要远大于房地产开发投资对gdp的影响，且相互影响的作用存在2年的时滞。宁琰、许鹏（2008）通过granger因果关系检验对房地产开发投资、固定资产投资和gdp之间的关系进行了研究，得出房地产开发投资于gdp之间是显著的单向因果关系，gdp的增长会导致房地产开发投资的增长，而房地产开发投资的增长对gdp的变化没有决定性的影响。鉴于房地产开发投资本身就是固定资产投资的一重要组成部分，因此对这两者之间的因果关系检验没有意义。

张力军、金晓斌（2008）通过计量经济学的方法对南京市房地产开发投资和gdp增长之间的关系进行了研究，结果显示，在短期内，两者之间存在单向因果关系，即gdp的增长对房地产投资增长的影响显著。董昊（2010）采用西安市的数据，利用协整理论对房地产开发投资和经济增长之间的关系进行了因果关系分析，并建立了vec模型，进行了脉冲响应分析，结果显示，两者之间呈显著的单向因果关系，房地产开发投资受经济增长的影响较大，并且这种影响是长期的，而房地产开发投资对经济增长的影响是短期的。文献的研究具有一定的应用价值，但分析都不够完整，所选样本空间分别是南京市和西安市，因此其结论的应用同样具有局限性。

徐明（2010）选用城市化率和地区生产总值两个指标分别与房地产开发投资额之间的关系做了定量分析，通过协整关系检验和格兰杰因果关系检验得出，地区gdp与房地产开发投资之间存在因果关系，gdp是房地产开发投资的格兰杰原因。

1.3 认为两者之间没有关系的研究

刘瑞（2009）运用协整关系检验理论、granger因果关系检验和误差修正模型等计量经济学方法对上海市经济增长与房地产开发投资之间的关系进行了实证分析，结果表明，两者之间不存在因果关系。此研究结论的应用虽具有局限性，但为进一步思考房地产与经济增长之间的关系提高了更广阔的空间。

1.4 认为两者之间关系不确定的研究

邬文康（2005）利用相关分析和granger因果关系检验等方法对区域gdp和房地产增加值之间的关系进行了研究，得出两者之间的因果关系具有不确定性，因区域、发展水平、样本量选取和指标选取的差异而异，且在各城市的不同发展阶段，两者之间的因果关系可能也不同。他的研究提出了两者之间确定存在关系，房地产业的发展正在成为经济增长的主要动力，并且城市经济的发展也带动了房地产业的有效发展，但是没有得出两者之间的具体关系，何为因，何为果，研究不够深入，没有实质性的应用价值。

岳朝龙、孙翠平（2006）对国内生产总值和房地产开发投资之间的关系进行了实证分析，得出两者之间存在长期稳定的均衡关系，短期内，两者之间的关系随置信水平的提高，由单向因果关系变为双向因果关系，但长期来看，两者之间不存在因果关系。研究表明两者之间的关系随着时间的不同有所变化，具有一定的理论意义和参考价值，但没有考虑因地区差异可能会导致两者之间关系的变化。

朱爱勇（2009）通过granger因果关系检验分析房地产开发投资与gdp之间的关系，结论是，在经济发展水平比较高的地区，房地产开发投资是gdp变化的格兰杰原因，在经济发展比较低的地区不是。此研究具有一定的理论意义和指导意义，为以后的研究方向提供参考。

2 结论和展望

综述上述，以前学者对房地产开发投资与经济增长之间关系的研究大都停留在定性分析阶段，缺乏定量研究。由于各学者所选取的指标和样本空间不同，得出的结论各不相同，本人认为在以后的研究中应试图选取更具代表性的指标和更全面的样本空间对两者之间的关系进行更深一步的分析，在此基础上对两者之间的关系做定量研究，为政府、房地产开发商和金融机构等相关部门制定政策、采取措施提供更科学的参考。

参考文献

［1］龚宇.我国房地产投资与经济增长相关性分析［d］.西南财经大学硕士学位论文,2007,（11）.

［2］商碧元，田涛.深圳市房地产投资于经济增长关系的实证研究［j］.投资分析,2008.

［3］费晨.城市化与房地产业关系研究［d］.华中科技大学硕士学位论文,2008,（5）.

［4］邹朝福.城市房地产开发投资分析［d］.云南财经大学硕士学位论文,2009,（10）.

［5］侯正望.浙江省房地产发展与经济增长关系的研究［d］.浙江大学硕士学位论文,2010,（5）.

［6］刘洪玉,张红.房地产业与社会经济发展［m］.北京：清华大学出版社,2006,（6）：91-113.

［7］宁琰，许鹏.房地产投资，固定资产投资和gdp关系研究［j］.武汉理工大学学报,2008,（12）.

［8］张力军，金晓斌等.南京市房地产投资与gdp关系研究［j］.资源开发与市场，2008,（24）.

第6篇：国内经济增长范文

【关键词】内生技术进步，经济增长，人力资本，R&D经费支出

一、引言

新增长理论最先提出内生技术进步是经济实现持续增长的决定性因素。国内学者关于技术进步对经济增长的影响方面的研究主要从两个方面进行。一部分学者是从全国的角度来考察技术进步对经济增长的贡献，其中大部分学者都是对二者的关系进行实证研究，并采取了不同的计量方法。

王荣、杨晓明（2007）运用柯布-道格拉斯生产函数模型、苏方（2006）运用协整理论和VAR模型、姜庆华（2006）利用灰色关联度方法分析了科技投入与经济增长之间的相关关系。另一部分学者则是从地区的角度实证分析二者的关系，李靖、张贵（2008）基于内生增长理论模型，分析天津市技术进步与经济增长的相关性；王贵双（2006）采用CES生产函数和索洛余值法，对河北省技术进步对经济增长的作用进行实证分析；李武威、张志宏等（2007）运用灰色关联度方法分析了科技投入与河南省经济增长之间的关系。本文主要从全国的角度基于内生增长理论来实证分析内生技术进步对我国经济增长的影响。

二、变量的选取、模型的建立和数据来源

（一）变量的选取。对于经济增长，本文选取GDP这一指标对其进行衡量。对于内生技术进步，本文选取人力资本、三利申请授权量、R&D经费支出以及进口量来表示。这四个指标都在不同程度上反映着技术进步。其中人力资本将以平均教育年限来表示，本文的平均教育年限的计算方法：平均教育年限=∑（该组人数*该组的教育年限）/∑各组人数。其中赋予的年数：文盲半文盲0年；小学毕业6年；初中毕业9年；高中毕业12年；大专及以上学历16年。选取进口量来表示内生技术进步是因为进口贸易包含知识和技术的外溢效应，因而对我国技术进步有一定的推进作用。

（二）模型的建立。本文借鉴王德劲在《要素投入、技术进步与经济增长》中的内生技术进步经济增长模型，并在此基础上做一定改动，为了避免异方差现象，本文将对各变量取对数，因此本文所要建立的模型如下：

lnY=a0+a1lnX1+a2lnX2+a3lnX3+a4lnX4+u

其中，Y表示GDP；X1表示人力资本；X2表示三利申请授权量；X3表示R&D经费支出；X4表示进口量。

（三）数据来源。本文选取了1989-2012年的数据，其中经济增长率主要由GDP来衡量，该数据来源于《中国统计年鉴》；人力资本可由平均教育年限表示，该数据数据主要来源于《中国教育年鉴》；三利申请授权量、R&D经费支出和进口量也都来源于《中国统计年鉴》。

三、实证分析

本文主要采用OLS对1989-2012年的数据进行分析，对上述模型进行最小二乘分析，实证一开始出现了多重共线性的情况，这表明选取的变量之间存在较强的相关性，很可能是三利申请授权量和R&D经费支出之间存在着较强的相关性。为了消除多重共线性，本文采用剔除变量的方法，将三利申请授权量X2删除。然后再对剩下的变量进行分析，建立模型：

lnY=a0+a1lnX1+a3lnX3+a4lnX4+u。再利用OLS对该模型进行分析，

得到的估计方程为：

LnY=7.9543+0.5758*LnX1+0.4792*LnX3+0.3662*LnX4

实证结果中的R2=0.98933，说明该模型的拟合度非常好，F值非常大，t值较小说明已消除了多重共线性的情况。

四、实证结果

从上述模型估计方程来看，人力资本、R&D经费支出和进口量都和经济增长具有正相关性。这三个变量对我国经济增长都具有促进作用，但存在一定的差异。其中人力资本对我国经济增长的促进作用最大，人力资本即平均教育年限每增加1%，导致我国经济增长增加0.5758%；R&D经费支出次之，R&D经费支出每增加1%，导致我国经济增长增加0.4792%；进口量最小，进口量每增加1%，导致我国经济增长增加0.3662%。1989-2012期间我国经济增长稳步上升，随着科教兴国战略的实施，国家逐步加强对教育的重视，加大对教育的投入，我国的平均受教育年限不断增长，人们文化程度的提高才能不断进行创新，推进技术进步；当今世界各国间的竞争实质上是科技和人才的竞争，我国逐渐强化对科技的重视，加大研发经费支出，大力支持我国高技术产业的发展。近年来国内外学者研究表明进口贸易存在知识和技术溢出效应，对进口国的技术进步起到推动作用。进口国在进口后可以通过学习效应对进口的产品技术进行消化吸收再创新以推动我国技术取得更大的发展和突破。由此可见，技术进步与我国经济增长密切相关。

五、结论

本文通过实证分析发现，人力资本即平均教育年限、R&D经费支出以及进口量对我国经济增长的促进作用显著，但又存在一定差别，其中人力资本的促进作用最大，R&D经费支出次之，进口量的促进作用最小。国家要加大科技方面的投入以及鼓励进口来促进我国经济的又好又快发展。

参考文献：

[1]王德劲，向蓉美. 要素投入、技术进步与经济增长[J].云南财贸学院学报.2005（21）.

[2]李靖，张贵.技术进步对经济增长影响的实证分析[J].科学学与科学技术理.2008（1）.

第7篇：国内经济增长范文

【关键词】经济增长；可持续性；制度变革

前言

改革开放至今，中国经济迅猛发展，长期保持稳定、快速的经济增长态势，人民生活水平大幅度提升。据国家统计局相关数据显示，1978年中国GDP全年总值为3650亿元，而2014年全年GDP总值达到了635910亿元，与1978年相比较，增长了约8.14%。与此同时，国内经济发展同样遭遇一系列问题，面对着愈发严峻的挑战，在国际化形势下，如何保证经济增长的可持续性，具有十分重大的研究价值，而在经济发展的的过程中，国内制度的变革同样对经济发展产生不可规避的影响。

一、要素投入与经济增长

（一）储蓄率及投资率的增加刺激经济增长

改革开放后，国内固定资产投资份额不断加大，资本的累积与形成愈发迅速，国内物质资本的增强对经济发展的刺激愈发强烈，对国内经济增长作出显著贡献。资本快速累积与我国银行储蓄比例长期呈现出上升趋势，造成这一现象的关键因素是人均收入不断增加，同时受到就业、养老、购房、医疗保险等复杂的不确定因素影响。据2013年数据显示，中国储蓄率位于世界第三位，由此可见，传统消费观念仍在社会中占据主要位置，国内资本市场相对欠发达。此外，在国际化形势下，国内吸收外部投资比例不断增加，使国内经济得到较为持久的发展。

（二）劳动力变动趋势

目前，国内劳动力趋势整体仍呈现出供给过量的趋势，受生产力水平提升、城乡经济差异等因素影响，我国出现大量农村剩余劳动力，且农村剩余劳动力正朝向城市进行转移，而劳动力的变动同样对经济发展产生一定刺激。改革开放之前，我国劳动力人口受教育水平整体较低，国内人均受教育年限较短，进入1990年后，这一情况有所好转，但是具备高中及以上教育学历的劳动力人数仍占据较低比例。而随着物质经济水平的长久发展，国内教育事业日益成熟，大专、本科院校扩招，人均受教育时间提升。从整体而言，对人力资源进行投资，可获取的回报率应大于物力资本的投入，人才的已经成为市场竞争的重要内容。

（三）资源与环境的关系

在工业革命后，国际经济发展迈入全新局面中，机械化使生产效率大幅度提升，但在同时，对环境造成不可挽回的危害，环境污染问题日益严峻、资源浪费严重，而这也是中国过去一段时间内，为追求经济发展，而付出的代价。在上个世纪末世界银行的调查数据已经证实，一年内对环境损失价值最高可占据GDP水平的10%，2012年，中国仅环境污染造成的仅仅损失达到国内GDP的6%，经济损失超过2万亿元人民币。尽管近年来人们已经认识到环境污染以及资源浪费的严重危害性，但就现阶段而言，仍旧缺乏有效的解决办法和策略，长期以往，人类生存环境受损，同样无法保证经济的可持续发展。

二、制度的变革

（一）国有企业改革

改革开放后，国有企业的经济发展形势相对而言，面对更为严峻的压力和挑战，且与非国有企业比较，可以发现，经济发展态势不容乐观。上个世纪末期至本世纪初，国有企业的经济发展有所好转，但这主要与国家利率调整等外部因素相关，整体上来看，在改革开放后，我国国有经济所占据的份额持下滑趋势。尽管如此，在国内经济结构中，对于国有企业的投资依旧保持较高水平，而恰恰是对国企的高投入、低产出体现出国内资源分配的不合理性，对经济发展以及金融安全存在一定的威胁。为改善这一局面，国家近年来相继对国有企业进行整顿，防止国企拖经济发展的后腿。积极对国企进行改革，引入员工激励机制以及奖惩体制，激发员工工作积极性，同时使员工具有风险意识，能够对个人及岗位负责。同时加大对国企管理层的监督，以减少。在对国企进行制度改革后，一定程度上缓解了国有企业缺乏活力的情况，在未来一段时间内，仍需进一步加大整改力度。

（二）非国有企业对经济增长作出的贡献

在市场经济环境下，非国有制企业发展迅猛，对国内经济发展做出十分瞩目的贡献，其中乡镇企业的发展尤为引人关注。在非国有部门中，外资企业、中外合资企业以及私企均在国内经济中占据重要地位，在国内GDP的快速增长中占据较大份额。改革开放后，国内经济制度发生变化，而这正是促进经济发展的重要因素，但与此同时，政府应根据经济形势的变化，适当进行调控。

（三）中小型企业的融资困境与金融改革

长期以来，市场经济对国内经济发展起到十分积极的作用和效果，但与此同时，国内中小型企业在发展过程中，仍旧面对着制度上的障碍，尤其是我国的金融制度对国内中小企业的进一步成熟与发展，造成一定的阻碍和局限。在本世纪初，工商银行的短期贷款中，主要面向国有企业，仅有约20%左右为非国有企业所占据的份额，其中中小型企业占据的比例不足1%，而这与中小企业所创造的GDP严重不符。面对这一形势，国家持续进行金融改革，扩大中小企业生存空间，2016年，我国全面推行营改增税务改革，对中小企业而言，具有一定的正面影响。在未来一段时间内，国家应当在加大市场监管力度的同时，为中小企业提供制度保障。

第8篇：国内经济增长范文

从20世纪90年代中期起，东盟国家经济增长出现了较大的波动起伏。1997年东盟国家爆发了严重的金融危机，1998年各国经济普遍陷入严重衰退，1999年和2000年却出现快速复苏或强劲反弹，而到2001年多数国家经济又急转直下，甚至呈现负增长。2002年初，东盟国家经济再次出现复苏的态势。在战后东盟经济发展历程中，这种经济增长的轨迹是不多见的。

据东盟五国的官方统计显示，1996-2002年，印尼经济增长率分别为8%、4.5%、-13.1%、0.8%、4.8%、3.3%、3.7%；马来西亚经济增长率分别为10%、7.3%、-7.4%、6.1%、8.3%、0.4%、4.2%；菲律宾经济增长率分别为5.8%、5.2%、-0.6%、3.4%、4%、3.4%、4.3%；新加坡经济增长率分别为7.7%、8.5%、0.1%、5.9%、10.3%、-2%、2.2%；泰国经济增长率分别为5.9%、-1.4%、-10.8%、4.2%、4.4%、1.8%、3.6%。2003年，据近期各国的预计，印尼经济增长率为3.5-4%、马来西亚为4.5%、菲律宾为4-4.5%、新加坡为2-5%、泰国为4.5%。

1997年亚洲金融危机之后，有关的国际机构和官方部门普遍预测，东盟国家经济将陷入长期严重的经济衰退，经济复苏将是缓慢痛苦的过程。东盟国家经济将在低谷徘徊较长时间后，才能走出低谷呈现U型复苏。然而，1999年东盟国家经济竟在短时间里出现迅速复苏，呈现V型的强劲反弹。不过，当时就有人警告东盟国家经济V型复苏的基础脆弱，随时有变成V型危机重返的可能，以至出现W型的经济波动。因为东盟国家经济从严重衰退到快速复苏主要是拜世界经济尤其是美国经济的繁荣，特别是全球电子业景气循环之赐。但是，各国遭受金融危机冲击后经济基础依然脆弱，结构性矛盾仍未解决，国内外投资继续下降，银行不良资产居高不下。一旦国际经济形势出现逆转，这些国家经济将重新陷入衰退之中。

1996-2002年东盟五国经济增长率(%)

附图

2001年，东盟国家经济急转直下，再次出现普遍衰退。不过，此次东盟经济衰退与1997年金融危机时的情形有所不同。它主要表现在：一是各国经济衰退的程度不同。1997年金融危机中泰国、印尼、马来西亚是重灾区，新加坡所受冲击相对较小。而2001年新加坡经济衰退的幅度最大，它是新加坡自1965年建国以来经历的最严重的经济衰退。据统计，1964年新加坡经济增长率曾出现-4.3%，其后是在1985年经济萎缩1.6%，而这次经济衰退的幅度要大于1985年；二是生产和出口部门受冲击最大。1997年金融危机中受冲击最大的是金融业和房地产业，而2001年经济衰退中深陷困境的则是制造业的生产和出口部门。该年新加坡的国内生产总值增长率为-2%，其中制造业部门增长率为-12%。马来西亚同年的出口贸易下降11.5%，泰国全年出口贸易也下降4.9%；三是电子业衰退尤为严重。1997年金融危机的导火索是国际金融投机，这次经济衰退则是国际电子产品需求急剧萎缩引起的。目前，东盟国家经济高度依赖电子业的生产与出口。2000年，马来西亚电子产品出口占国内生产总值的25%、新加坡为19%、菲律宾为9%。这些国家电子产品生产与出口的骤然下降，必然导致国内经济的急剧滑坡。

2002年，东盟国家经济再次出现复苏的态势。与1999年该地区的经济复苏有所不同，此次东盟经济复苏主要得益于美国经济开始回升和各国采取扩大内需政策效应的双重作用。由于美国电子信息产品需求的增加，东盟国家电子产品的出口已经趋于回升。在经济衰退期间，各国采取扩大内需和刺激经济复苏的政策已初见成效。许多国家采取积极的财政政策，大力投资基础设施建设，扩大信贷规模，增加农民收入和扩大农村市场需求。当然，目前各国内需扩大还远未能成为其经济复苏的主要动力来源，因而其经济复苏仍然十分有限。

二、东盟国家经济增长波动的原因探析

在短短的几年时间里，东盟国家经济经历了金融危机后的严重衰退、迅速复苏、再陷衰退和又呈复苏的增长轨迹。东盟经济增长的急剧波动，究其原因主要是在经济全球化下受到主要发达国家经济周期波动的冲击和金融危机后国内经济转型与结构调整的拖累。

首先，经济全球化与信息化进程的加快，促使东盟国家经济增长波动增大。

尽管有充分的数据表明参与全球化程度高的国家其经济增长速度较高，但是同时这些国家经济增长的波动性也增大。伴随着经济全球化进程的加速，各国经济的相互联系和相互依存更加密切，经济增长波动的同步性愈益增强。据国际货币基金组织计算，发展中国家国内生产总值增长与发达国家国内生产总值增长的相关系数为0.4%。在东盟国家，这种经济增长影响的相关性更大。例如，据新加坡贸工部的研究显示，美国的经济增长对新加坡经济的影响最大，美国经济每增长1%，新加坡经济就会增长0.96%。（注：新加坡贸工部：《2001年新加坡经济调查报告》。）另据美国著名的所罗门美邦公司的研究，日本的经济增长对新加坡、泰国、马来西亚经济的影响分别为：日本经济每增长1%，新加坡经济就会增长0.24%、泰国经济就会增长0.17%、马来西亚经济就会增长0.13%。

发达国家的经济波动向东盟国家的传导，是通过世界市场扩散的。按照传统的经济理论，在国际商品市场上，发达国家的经济波动向发展中国家传导，是通过国际市场初级产品价格的变化实现的。但是，经济全球化和信息化促进了新的国际分工发展，东盟国家已经成为制成品生产国和出口国，该类产品已占东盟国家商品出口的50-90%。因而，国际商品市场的价格传导已经从初级产品价格为主转向以制成品为主。近年来，国际市场上制成品价格下降，不但包括劳动密集型产品，也包括高技术产品。东盟国家紧跟发达国家，特别是美国发展新经济的步伐，大力扩展以芯片为核心的信息技术产品生产和出口。在马来西亚和新加坡，该类产品出口比重分别高达65%和64%，占国内生产总值比重分别高达25%和19%。菲律宾、泰国和印尼的相应比重也很高。据计算，1992-1999年电子信息产品价格下降对新加坡、马来西亚、菲律宾和泰国造成的损失部分相当于它们国内生产总值增长部分的6.46%、3.13%、1.03%和0.87%。2000-2001年，全球电子信息产品销售额从年增长30%到下跌30%，导致东盟国家的出口贸易和经济增长急剧波动。例如，2000年新加坡经济增长率为10.3%，而去年则下降2%，其中约有12个百分比的大幅波动。据新加坡贸工部的研究显示，世界半导体工业每下降1%，新加坡经济增长就会下降0.12%。而2001年全球半导体工业增长波动达60个百分点，它对新加坡经济增长的影响高达6.8个百分点。同期，美国经济增长率下降对新加坡经济增长的影响为2.4个百分点。（注：新加坡贸工部：《2001年新加坡经济调查报告》。）

国际金融市场变化对东盟国家经济的影响，不仅在于流入这些国家的资本流量减少，更在于金融资产价格，主要是股价和汇率变动的传导。近年来，东盟国家引进外资的规模持续萎缩，1996-1999年东盟国家吸收的外国直接投资从163亿美元降至73亿美元，它对以投资—出口推动的东盟国家经济产生较大的影响。同时，近年国际股票市场价格和美、日货币汇价的剧烈波动，也引发东盟国家金融市场的动荡，并危及国内经济的稳定增长。据美国所罗门美邦公司的研究，日元汇率的变动对泰国、新加坡、马来西亚经济的影响分别为：日元每贬值10%，泰国经济就会下降0.3%、新加坡经济就会下降0.22%、马来西亚经济就会下降0.21%。

日本经济和汇率波动对亚洲经济的影响  

日本经济增长1%

日元增值10%

新加坡

+0.24%

+0.22%

马来西亚

+0.13%

+0.21%

泰国

+0.17%

+0.30%

中国

+0.09%

+0.15%

香港

+0.12%

+0.10%

台湾

+0.04%

+0.03%

亚洲

+0.10%

+0.16%

资料来源：美国所罗门美邦公司。转引自新加坡《联合早报》2002年12月11日。

其次，金融危机后东盟国家经济的脆弱性，使之难以抵御世界经济周期波动的冲击。

在经历了严重的金融危机之后，东盟国家仍未完全摆脱危机的阴影，各国经济的结构性矛盾依然尖锐。产业结构调整与升级乏力，国内外投资持续低迷，银行金融体系重组艰难，国内公司治理进展缓慢，因而政府的反周期经济政策收效甚微。

20世纪80年代中期以来，随着全球电子信息产业的蓬勃兴起，东盟国家的电子业生产与出口迅速发展，并逐渐成为主导国内经济增长的关键部门。然而，这些国家电子业的发展却有明显的脆弱性。它们的对外依赖性强，其零部件与中间原料的进口和电子产品的出口高度依赖美、日等发达国家，受国际市场波动影响大。这一生产方式也易于被后起国家所取代，如在1997-2000年的短短几年时间，新加坡电子出口就由世界排名第4位滑落至第9位。同时，由于产业结构调整与技术升级缓慢，东盟国家经济增长因素中的资本增长率和全要素生产率(TFP)均下滑。新加坡1990-1998年平均经济增长率为7.5%，其中资本增长率和全要素生产率分别为4.2%和1.2%，均比80年代低；（注：新加坡统计局singstat.gov.sg/ssn/feat/3Q99/feat  ju  1991.pdf,2002年3月10日。）泰国1997-2000年平均经济增长率中资本增长率和全要素生产率分别为2%和-1.8%，也远低于1991-1996年的11.8%和4%。（注：IMF  Country  Report  No.01/147,Thailand:Selected  Issues,Aug2001.）东盟国家经济转型和产业升级滞后，既影响到短期经济增长的稳定性也制约着中长期经济发展的后劲。

尽管东盟国家银行金融机构重组取得一定进展，但国内金融体系仍然十分脆弱。由于银行和企业结构调整缓慢，国内不良金融资产仍居高不下，据亚洲开发银行去年4月发表的一份报告显示，印尼和泰国的商业银行呆帐率已分别从1998年的50%和43%降至2001年底的12%和10%，但若将其国有资产管理公司已收购而尚未处理的呆帐计算在内，两国的呆帐率则分别高达50%和25%。而马来西亚的银行呆帐率去年1月又回升至12%，大致相当于1998年的水平。菲律宾的银行呆帐率也从1998年的10%上升至去年1月的18.3%。困扰东盟国家经济的不良金融资产过高，与国内公司治理进展缓慢密切相关。东盟国家的公司负债率高，如印尼和泰国公司负债率（负债／自有资产）目前仍高达280%，而中小企业众多加大了债务重组的难度。同时，企业生产结构与管理体制的调整缓慢。因此，东盟国家经济的微观结构重组滞后严重阻碍金融改革深化和宏观经济的稳定。

最后，金融危机后区域国际分工格局的巨变，直接影响东盟国家经济增长的动力机制。

由于金融危机后区域各经济体实力的增长，30多年支撑区域经济高速增长的“雁行模式”(Flying  geese  model)已发生巨大变化。所谓“雁行模式”是指20世纪60年代以来亚洲新兴工业化经济群体(NIEs)产生与发展的一种独特的区域国际分工形态，即率先实现了工业化的日本将成熟产业转移到亚洲“四小”（韩国、台湾、香港、新加坡），后者又将其成熟的产业转移到东盟四国（泰国、马来西亚、菲律宾、印尼）。纺织、化工、机械、电子等产业均以这样的次序转递，从而在区域形成了一群处于不同发展阶段的新兴工业化经济体。1997年亚洲爆发金融危机，日本、亚洲“四小”和东南亚经济均受到强烈冲击。日本经济长期停滞不前，吸纳区域产品的能力下降，对外产业转移的进程放缓。亚洲“四小”经济深陷困境，产业升级举步维艰，对外投资规模锐减。这样，由日本主导产业转移过程所决定的区域国际分工格局出现衰变，使得区域内赖以高速发展的增长动力机制和产业循环机制难以顺利运行，经济增长的变数大大增加，从而导致金融危机后东盟国家经济的急剧波动。

三、东盟国家经济增长趋势

进入2003年初，东盟国家经济已呈现逐渐复苏的迹象。对今年东盟经济发展的前景，国际经济组织一般持谨慎乐观的态度。据世界银行新近的预测是，2003年和2004年，印尼经济增长率分别为3.3%和4%，马来西亚分别为4.2%和5.5%，菲律宾分别为4%和4.5%、新加坡分别为1.7%和4.9%，泰国分别为4.5%和5%。

从中长期看，东盟国家经济增长速度将放缓，可能难以再现金融危机前经济持续高速增长的势头。新加坡总理吴作栋曾指出，新加坡未来经济增长要再现过去30年的高速增长将是不可能。（注：新加坡《联合早报》2001年8月20日。）内阁资政李光耀也说，如果2003年新加坡实现经济复苏，今后每年取得3-5%的经济增长率，那将是了不起的成就。（注：新加坡《联合早报》2001年11月12日。）这是因为金融危机后支撑东盟国家经济持续高速增长的内外条件发生了一系列变化。从国际上，去年世界三大经济体同时陷入衰退是战后所不多见的。此后，世界经济的复苏缓慢。美国经济复苏减慢，欧洲经济反弹有限，日本经济衰退仍在谷底，世界经济可能会进入一个较长的所谓的增长衰退时期。同时，由日本主导产业转移过程所决定的区域国际分工格局出现巨变，使得区域内赖以高速发展的增长动力机制和产业循环机制难以顺利运行。此外，东盟国家经济还将面临周边国家的激烈竞争。从国内看，东盟国家正处于经济转型的关键时期。短期内，各国经济的结构性矛盾难以解决，政府推行的宏观经济政策成效有限，产业结构调整与升级非一蹴而就，因而国内经济增长方式转变尚需时日。许多国家不仅要经历经济转型和结构调整的痛苦过程，还将面临国内政治和社会不稳定的拖累，尤其是2004年印尼、马来西亚、菲律宾将面临大选。

与此同时，东盟国家经济增长波动将会有所增大。随着经济全球化与信息化进程的加快，世界各国经济增长波动的同步性增强，它将直接影响到东盟国家经济增长的稳定性。美、日等发达国家“高科技泡沫”破裂后，世界的电子工业迅速衰退，国际市场对电子产品的需求急剧萎缩。尤其是全球电子信息产业的生产周期日益缩短，目前一个周期平均只能维持两年半的时间，这就使得以电子业生产与出口为主导的东盟国家经济增长周期也将缩短，从而导致国内经济增长波动起伏加大。

收稿日期：2003-04

【参考文献】

[1]　国际货币基金组织：《世界经济展望》1998-2002年有关月份[R]。

[2]　亚洲开发银行：《亚洲经济展望》1998-2002年有关月份[R]。

[3]　Than,M.ASEAN  Beyond  the  Regional  Crisis:Challenges  and  Initiatives[M].Singapore:ISEAS,2001.

[4]　Takeuchi,j.The  Role  of  Clustering  in  the  Development  of  Electrical  and  Electronic 

 Industries  in  Asia[J].Pacific  Business  and  Industries,Vol.1.,2001.

第9篇：国内经济增长范文

（云南大学经济学院，云南 昆明 650091）

摘　要：区域经济一体化是经济全球化深化发展的新趋势，考察经济一体化对促进区域内经济增长和改善社会福利的影响，是当前学界研究的重点。文章开头介绍了北美自贸区与欧盟的发展现状，中间部分采用ADF检验、协整回归、误差修正模型（ECM），从实证角度分析了北美自贸区与欧盟的经济增长效应，结论显示欧盟的经济增长效应的显著性高于北美自贸区。

关键词 ：北美自贸区；欧盟；经济效应；实证分析

中图分类号：F742文献标志码：A文章编号：1000-8772（2014）28-0258-04

如图1所示，2012年欧盟GDP总值达16.67万亿美元（现价美元），人口总数50560万，欧盟内部服务（不包括政府间服务）贸易额和货物贸易额分别为101.8万亿美元、363.7万亿美元；图2则显示，2012年北美自贸区的GDP总额19.24万亿美元，自贸区对外出口贸易额2.4万亿美元，FDI流入量2256.54亿美元。欧盟和北美自贸区作为“北北型”（参与国为发达国家的经济组织）和“南北型”（发达国家和发展中国家共同参与的经济组织）区域经济一体化组织的典型代表。比较分析欧盟、北美自贸区的运行特点以及区域内经济增长效应，有助于深层次、客观真实的反映欧盟和北美自贸区的经济效应。这对其他正在筹建或已经建成的区域自贸区的建设与运行具有重要的借鉴和指导意义。

一、欧盟和北美自贸区的经济效应实证分析

区域经济一体化的经济效应包括经济增长效应、贸易效应、投资效应、收入分配等多种动态和静态效应。本文主要研究比较欧盟和北美自贸区的经济增长效应，因为区域经济效应主要通过投资、贸易、技术外溢、劳动就业等方式产生。文章选取区内贸易、成员国投资、区内GDP作为分析变量，采用实证模型比较研究欧盟和北美自贸区的经济增长效应。

（一）实证分析方法介绍

本文运用Eviews软件对研究北美自贸区经济增长效应涉及的变量进行ADF检验，进而对修正后的变量进行协整分析，研究变量之间是否存在长期稳定的协整关系。本文不仅从长期角度分析变量之间的影响，而且采用误差修正模型（ECM）分析变量之间的短期影响，力求使实证结果更具说服力。本文只给出了北美自贸区经济增长效应所涉及的变量ADF检验、协整模型分析和误差修正模型(ECM)分析的详细过程，最后直接给出北美自贸区、欧盟经济增长效应的比较结果。

（二）变量选取及数据来源

本文主要选取欧盟、北美自贸区GDP、成员国投资（NT）、区内贸易（NM）经济指标作为模型变量，其中成员国GDP为被解释变量，成员国投资（NT）、区内贸易（NM）为解释变量。为提高欧盟和北美自贸区经济增长效应对比的规范性和有效性，数据的时间跨度统一设置为1980-2012年。1995年欧盟成员国扩大到15个，1994年北美自贸区成立。因为1995年和1994年离的比较近，所以考察欧盟经济增长效应所需数据以欧盟15国的数据为样本数据。模型中的变量GDP、NT、NM代表的数据是欧盟15国或北美自贸区三国单项数据的总和，其中GDP的数据取自IMF数据库，NT的数据来源于世界发展指标数据库，NM的数据取自UNcomtrade数据库。

（三）变量ADF检验

由于谬误相关和谬误回归问题的存在，检验变量的非平稳性就显得非常重要。单位根检验是检查序列平稳性的标准方法，其中ADF检验是最常用的单位根检验方法。ADF检验通过在回归方程右边加入变量уt的滞后差分项来控制高阶序列相关.

原假设：序列存在一个单位根；备选假设：不存在单位根的序列уt可能还包含常数项和数据趋势项。

表3中显示，各变量的水平序列都是不平稳的，但经过一阶差分变换后成为平稳序列。下面继续采用协整理论对北美自贸区的经济效应进行定量分析。

（四）协整回归

协整分析主要是检验非平稳的时间序列在同阶单整的条件下，是否存在长期的稳定关系。本文采用协整检验二阶段法：首先，进行协整回归；其次，对协整回归得到的残差序列进行ADF检验，若残差序列平稳，则模型中各变量之间存在协整关系。协整回归结果如下：

由上述协整回归结果得到的协整方程如下：

将上述方程的残差序列记为{et}，并对其进行平稳性检验。如果序列具有平稳性，则变量LGDP与LNT、LNM之间存在协整关系。

表5显示，残差序列{et}的ADF检验统计值小于1%显著水平下的t统计值，可以认为估计残差序列{et}为平稳序列。这表明协整方程中的变量序列LGDP与LNT、LNM之间存在协整关系，方程中的变量能够较好的表达经济意义，表示北美自贸区成员国投资、贸易每增长1%，会分别引起自贸区内GDP增长23.7%、8.4%。

（五）误差修正模型（ECM）分析

协整关系描述了经济变量之间的长期均衡关系，但是在现实生活中，变量之间的关系很少处在均衡点上，它们通常是短期的或非均衡的关系。

假如有如下分布滞后形式：

其中β1为变量t 关于变量x的短期弹性，ecm就是误差修正项。如果yt-1>a0+a1Xt-1则有ecmt-1>0，使Δyt减少；反之亦然。

本文采用两步法对误差修正模型（ECM）进行估计，并以稳定的残差序列作为误差修正项，建立如下模型：

上述回归方程说明短期内北美自贸区内的GDP增长与成员国投资、区内贸易具有重要关系。北美自贸区内的国家投资对GDP增长产生的影响更大，说明自贸区的建立，推动了成员国国内投资的明显增加。而国内投资又反过来促进了成员国经济的增长。同时回归方程显示，短期内北美自贸区推动了区域内贸易的快速增加，出口贸易的增长对自贸区内的GDP增长也具有重要影响。

二、欧盟与北美自贸区经济增长效应的实证结果分析

对北美自贸区、欧盟的经济增长效应构建协整模型，根据协整回归结果，分析欧盟、北美自贸区建立后成员国投资、区内贸易对区内经济增长的影响。比较结果如下：

表7显示，欧盟成员国投资、内部贸易对区内经济增长的影响要大于北美自贸区。这主要原因可能是欧盟属于关税同盟性质的区域经济一体化组织，且区域经济一体化程度最高，对成员国的约束条件也相对更苛刻。成员国的贸易对象主要是欧盟内国家，并且欧盟内部小型经济规模的国家众多，这些国家对欧盟外的贸易量很小，经济增长主要依靠国内投资、消费等。这一定程度上加深了欧盟对成员国经济发展的影响程度。北美自贸区属于自贸区性质的区域经济一体化组织，区域内市场更为开放，成员国对外贸易不仅面向自贸区内，而且自由开展自贸区外的贸易关系，减弱了成员国经济发展对自贸区的依赖程度。这在一定程度上稀释了北美自贸区内贸易对成员国经济增长的贡献。但可以肯定，欧盟、北美自贸区对扩大区域内贸易额、成员国投资具有重要的推动作用，自贸区内贸易的快速增长对自贸区内经济增长产生重要影响。

参考文献：

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